管理者短视对企业绿色创新的影响.pdf

一、引言创新是一个国家持续发展的动力源泉，是企业长远发展的重要保证。当今环境问题日益凸显，企业只有在从事经营活动中切实采取绿色创新，才能在激烈的竞争环境中占据一定的地位，进而持续健康发展。管理者是企业进行绿色创新活动的决策者，管理者短视是指管理者在进行投资决策时，出于自身利益或股东压力的考虑会选择短期可获取收益的决策1-2，而放弃有利于投资者与企业价值的长期方案或最佳方案，是一种非效率的行为，该行为对企业长远发展产生了不好的影响，并且会损害股东利益。因此对管理者短视行为与绿色创新的关系进行研究十分有必要。本文基于沪深 A 股上市企业 20102019 年的数据来研究管理者短视与绿色创新的关系。结果表明，管理者短视对企业的绿色创新有显著的抑制作用，该结论通过了多种稳健性检验。根据企业性质将样本划分为国有与非国有对上述关系进行研究，发现在非国有企业中上述关系更显著。机制研究表明管理者短视影响企业金融化进而抑制企业绿色创新。本文的贡献体现在以下几个方面：第一，以往对于绿色创新的研究，主要集中于政策法规、企业能力等外部因素，较少有学者从管理者特质角度进行研究，本文的探索可以丰富该领域研究；第二，管理者特质与绿色创新的研究较多集中于管理者过度自信，管理者短视的相关内容较少，该研究可以丰富上述领域；第三，以往有关管理者短视的衡量指标较注重未来，本文采用胡楠等（2021）3从现在与未来层面构建的指标研究，数据更具有合理性与可靠性。二、文献综述目前学术界对管理者短视与绿色创新分别进行了大量的研究，本文分为管理者短视与绿色创新两部分进行梳理。（一）管理者短视研究管理者短视是指管理者放弃有利于企业长期发展的项目而倾向于选择短期快速获益项目的行为4-5，这种行为不仅不利于企业价值最大化还损害了股东的利益。针对该领域学者们的研究主要从两大动机出发：第一个是自身利益的角度。吴战篪和李素银（2012）6、李秉祥和薛思珊（2008）2提出管理者做管理者短视对企业绿色创新的影响刘思妍（浙江理工大学 经济管理学院，浙江 杭州 310000）【摘要】改革开放以后，随着经济的快速发展，环境问题日益严重，为改善生态，促进经济生态平衡发展，政府大力推行绿色创新。而管理者作为企业项目的主要决策者，可能会为维护自身利益，而选择短期快速获益的项目。文章基于 20102019 年上市企业相关数据，对管理者短视与绿色创新的关系、对国有与非国有的影响以及企业金融化在两者的中介作用进行实证研究。从管理者特质角度对企业绿色创新进行研究，丰富了绿色创新以及管理者短视领域的研究成果。【关 键 词】管理者短视；绿色创新；管理者特质【中图分类号】F273.1；F272.91【文献标识码】A【文章编号】1004-2768（2023）10-0126-06【收稿日期】2023-03-06【作者简介】刘思妍（1998-），女，山西临汾人，浙江理工大学经济管理学院硕士研究生，研究方向：财务管理。生产力研究 No.10.2023企业管理生产力研究 No.10.2023骳髇髚决策时，为实现自身利益最大化，会牺牲最佳决策而选择短期可快速获益的项目。其他学者们分别从管理者薪酬7-10、管理者任期511、管理者职业发展79、业绩压力61-14与能力评价8等方面产生管理者短视进行研究，研究发现上述影响因素均会促进管理者采取短视行为；第二个是投资者的角度。Froot 等（1992）15认为由于投资者与管理者的噪声交易，使得股东对于公司股价的短期波动关注与公司管理者短视性投资之间存在相关性，投资者的短视会提高管理者短视水平16。其他学者们主要从迎合投资者的投资倾向57与投资情绪17等方面产生的管理者短视行为进行研究，研究发现管理者为了迎合投资者对短期收益、投资项目与股价的选择，会表现出短视行为。（二）绿色创新研究绿色创新的研究主要集中在三大层面：第一个是企业层面。该层面主要研究影响绿色创新因素、绿色创新如何进行以及其对企业绩效的影响进行研究。如企业技术能力18-19、市场因素20、员工特征1821、构建绿色创新框架22、企业绩效1923-24等方面进行研究；第二个是行业层面。该层面主要研究环境效应以及行业创新演进过程25-26。Wagner 和 Llerena（2011）25以制造行业的三个企业案例为研究对象，对上述企业的绿色创新合作、规制与集成关系进行研究，发现绿色创新一般是微观层面活动的实现，且绿色创新的实现需要企业整体战略环境的支持；第三个是宏观经济层面。该层面主要对环境规制与政策以及区域创新能力评估26进行研究。Li 等（2017）27、Berrone等（2013）28与曾义等（2016）29提出环境规制会影响企业进行绿色创新活动。Portney（2000）30、Johnstone（2007）31进一步对环境规制与绿色创新的关系进行研究，研究发现无论命令控制型还是市场激励型环境规制都可以刺激绿色创新，以及环境规制仅对过程创新有正向效应但对产品创新没有。已有文献为本文对管理者短视与绿色创新的关系研究提供了重要基础，但仍存在以下不足：首先，现有对于创新的研究大多集中于管理者后天的特质，较少有人对先天或隐性的特质进行研究；其次，有关管理者短视的衡量学术界尚未有一致的方式，现有对管理者短视的测量大多取决于过去的数据来反应管理者是否具有短视行为，可能会对测量结果造成一定的影响；最后，有关管理者短视对创新的研究很多，但是很少有学者对管理者短视与绿色创新的关系进行研究。三、研究假设由于两权分离的存在，使得企业中产生了委托代理关系，管理者作为代理方与股东具有不同的利益函数，使得两者目标不一致，管理者会出现放弃有利于企业价值最大化实现的项目而选择短期可快速获益更有利于自身的方案，进而产生了管理者短视的行为4-5。创新是一种长期、高风险、高不确定性的投资项目，管理者短视的特质使得其不愿意进行绿色创新活动。根据管理者防御与薪酬理论，管理者会为了维护或提高声誉与薪酬而牺牲有利于企业价值最大化的项目选择短期可快速获取收益的方案8，进而抑制创新活动。Chang 等（2015）32提出有短视行为的管理者倾向于保守的财务报告，以使短期绩效保持较好的水平，会减少对创新的投入。基于上述内容本文提出假设 1：假设 1：管理者短视与企业的绿色创新水平负相关。企业投资具有不确定性，管理者作为投资决策者，其投资眼界会对企业配置金融资产产生影响。对金融资产进行过度配置，不利于企业长远发展。管理者短视说明其注重眼前利益，倾向于放弃长期可使企业价值最大化的决策而选择短期可快速获取收益的项目49。而投资金融资产则十分符合短视管理者的选择，主要是由于金融资产的自身特性，如期限较短与收益较高等，进而成为短视管理者选择的倾向。企业的创新活动具有长期、不确定和风险较高的特性且该过程需要较大的资金支持，使得企业的经营风险提高，因此短视的管理者会选择降低研发投资和实业投资3。企业配置金融资产与实施创新活动两者相互替换，如果倾向于金融资产，那么实业投资相应会减少33，因此不断增加对金融资产的配置，会“挤占”对创新活动的投入。基于上述内容本文提出假设 2：假设 2：管理者短视影响企业金融化进而影响企业的绿色创新水平。四、研究设计（一）样本选取和数据来源本文基于沪深 A 股上市企业 20102019 年的数据，探讨管理者短视对绿色创新的影响。本文对数据进行以下处理：一是剔除金融保险行业、ST、*ST 公司样本；二是剔除相关数据存在缺失的公司。骳髇髛经筛选后共得到 7 100 个观测值。且本文为了避免极端数值对实证结果的影响，对其进行上下1%的缩尾处理，并对回归分析进行了行业和年份固定效应处理。本文解释变量管理者短视数据来自 WINGO，被解释变量绿色创新数据来自中华人民共和国国家知识产权局专利数据库，其余的财务数据均来自国泰安（CSMAR）数据库。本文进行研究的统计软件是 Stata 16.0 和 Excel 2010。（二）变量定义1.解释变量。管理者短视（myopia）。本文借鉴胡楠等（2021）3的研究，基于年度财务报告中的管理者讨论与分析部分进行文本分析与机器学习确定短期视域的词集，然后通过 43 个“短期视域”词汇总词频占 MD&A 总词频的比例100 来衡量管理者短视。该指标越大，管理者短视的程度越高。2.被解释变量。绿色创新（GI）。为体现绿色创新的实际创新能力，本文借鉴王永贵和李霞（2023）34的研究，并对其进行处理，取绿色专利授权数值加 1的对数来衡量绿色创新水平（GI）。3.中介变量。企业金融化（Fin）。本文借鉴杜勇等（2017）35的做法，利用金融资产/总资产来衡量企业金融化程度（Fin）。该比值中的金融资产主要是长期股权投资、交易性金融资产等。表 1变量定义4.控制变量。参考已有的研究（胡楠等，2021；王海芳等，2022；于芝麦，2022）336-37，本文的控制变量包括企业规模（SIZE）、资产负债率（LEV）、成长能力（Growth）、两职合一（Dual）、股东持股比例（Firs）、产权性质（SOE）、财务杠杆（Leverage）、账面市值比（BM）以及行业（industry）和年度（Year）固定效应。具体的变量定义如表 1 所示。（三）模型设计为验证假设，本文构建以下模型：GI=倩0+倩1myopia+移Controls+移Year+移industry+着（1）模型（1）用来验证假设 1，该模型中的 倩1是验证实证结果的重要系数。Fin=茁0+茁1myopia+移Controls+移Year+移industry+着（2）GI=姿0+姿1myopia+姿2Fin+移Controls+移Year+移industry+着（3）模型（2）和模型（3）用来验证假设 2。其中，被解释变量是绿色创新（GI），解释变量是管理者短视（myopia），中介变量是企业金融化（Fin），Controls 是本文所有的控制变量，industry 和 Year 分别代表行业固定效应和年度固定效应，着 为随机误差项。五、实证结果与分析（一）描述性统计表 2 报告了所有研究样本各个主要变量的描述性统计结果。从表 2 可以看出，管理者短视（myopia）的 max 和 min 分别为 0.378 和 0，mean 为 0.097 0，说明所研究样本企业的管理者短视有明显的差异。绿色创新（GI）的 max 和 min 分别为 3.497 和 0，mean为 0.327，中位数是 0，上述数据表明研究对象彼此间的绿色创新水平有显著的差异且较多不重视绿色创新活动。表 2描述性统计（二）相关性分析变量符号myopiaGIFinSIZELEVGrowthDualFirsSOELeverageBMindustryYear变量类型自变量因变量中介变量控制变量变量名称管理者短视绿色创新企业金融化企业规模资产负债率成长能力两职合一股东持股比例产权性质财务杠杆账面市值比行业年度变量定义43 个“短期视域”词汇总词频占MD&A 总词频的比例100绿色专利授权数量加 1 的自然对数金融资产/总资产期末总资产的自然对数年末负债总额/年末资产总额营业收入增长率董事长和总经理是否由同一人兼任，同一人兼任取 1，非同一人取 0第一大股东的持股比例国有取 1，非国有取 0公司年末总负债与总资产的比值账面价值/总市值行业虚拟变量年度虚拟变量淤文中管理者短视的数据来源于 WINGO 平台，该数据是作者胡楠、薛付婧和王昊楠于 2021 年发表在管理世界的 管理者短视主义影响企业长期投资吗?基于文本分析和机器学习 一文中基于构建的指标而得出的结果，作者将该数据公布于 WINGO 平台。mean0.09700.3278.7811.2650.9890.52136.740.1750.4330.634variablemyopiaGISIZEleverageDualSOEFirsgrowthLEVBMN7100710071007100710071007100710071007100max0.3783.49712.514.8781174.301.7070.8561.149sd0.08100.7341.3110.6240.1040.50015.480.3000.2020.251p500.080008.5791.0781135.990.1230.4310.628min006.4290.562008.790-0.3730.05000.140骳髇髜VariableSIZELEVBMleverageSOEFirsgrowthmyopiaDualMean VIFVIF1.8201.8101.5001.2301.1801.0901.0401.03011.3001/VIF0.5510.5520.6670.8130.8460.9150.9580.9710.998注：*、*、*分别表示在 1%、5%、10%水平下显著。表 4管理者短视对绿色创新影响的基准回归分析myopiaSIZEleverageDualSOEFirsgrowthLEVBMConstantObservationsindustry FEYear FEAdjusted R2（1）GI-0.638*（-5.86）-0.087（-0.65）7，100YESYES0.0545（2）GI-0.648*（-6.16）0.159*（22.27）-1.254*（-9.03）7，100YESYES0.116（3）GI-0.650*（-6.17）0.159*（22.04）0.004（0.33）-1.258*（-9.02）7，100YESYES0.116（4）GI-0.650*（-6.17）0.159*（22.05）0.005（0.34）-0.078（-0.98）-1.180*（-7.36）7，100YESYES0.116（9）GI-0.615*（-5.80）0.174*（18.76）-0.005（-0.31）-0.091（-1.15）-0.064*（-3.52）-0.001*（-2.60）-0.070*（-2.44）0.192*（3.34）-0.227*（-5.08）-1.176*（-7.28）7，100YESYES0.123（8）GI-0.636*（-5.99）0.156*（18.14）-0.015（-0.99）-0.082（-1.04）-0.065*（-3.56）-0.001*（-2.51）-0.059*（-2.07）0.156*（2.73）-1.136*（-7.03）7，100YESYES0.119（6）GI-0.616*（-5.82）0.167*（22.48）0.002（0.15）-0.086（-1.08）-0.056*（-3.09）-0.001*（-2.53）-1.195*（-7.44）7，100YESYES0.118（7）GI-0.631*（-5.95）0.168*（22.56）0.000（0.01）-0.083（-1.05）-0.059*（-3.24）-0.001*（-2.53）-0.051*（-1.80）-1.187*（-7.39）7，100YESYES0.119（5）GI-0.614*（-5.80）0.164*（22.34）0.006（0.41）-0.086（-1.08）-0.064*（-3.61）-1.216*（-7.58）7，100YESYES0.118VARIABLES本文用方差膨胀因子分析方法来解决变量间可能存在的多重共线性问题，经过检验发现本文变量间的 VIF 的最大值为 1.820，各变量的 VIF 均处于10 以下，说明不存在多重共线性的问题。检验结果如表 3 所示。表 3方差膨胀因子检验（三）基准回归结果分析基于豪斯曼假设与 F 检验的验证，发现其结果均拒绝原假设，因此本文选择固定效应模型来进行基准回归分析。表 4 汇报了本文研究样本的回归结果。列（1）不加控制变量研究本文假设 1，发现回归系数为-0.638，在 1%的水平下显著，表明管理者短视对绿色创新有抑制作用。列（2）列（9）依次加入控制变量来研究本文的假设 1，回归系数在 1%的水平下显著为负值，验证假设 1。（四）中介效应的检验企业金融化在假设 2 的中介作用。表 5 列（1）与列（3）分别是未加入与加入控制变量对管理者短视对企业金融化的关系进行回归的结果，回归系数分别为 0.060 与 0.054，均在 1%的水平显著，管理者短视会加强企业金融化。列（2）和列（4）分别是未加入与加入控制变量对企业金融化在假设 1 中的关系进行回归的结果，回归系数分别为-0.483 与-0.529，均在 1%水平显著。以温忠麟和叶宝娟（2014）38的研究为依据，发现企业金融化在管理者短视与企业绿色创新的关系中起到部分中介作用，假设 2 被验证。（五）异质性分析不同产权性质的企业拥有的资源和面临的环境不同，由此会对管理者短视与绿色创新的关系产生影响。国有企业的管理者一般是上级任命，任期较短39，非国有企业为在激烈的竞争中占据一定的地位，会不断地进行创新来保持竞争力。管理者短骳髇髝myopiaSIZEleverageDualSOEFirsgrowthLEVBMConstantObservationsindustry FEYear FE（1）GI-1.700*（-7.00）0.178*（14.57）0.001（0.06）-0.038（-0.50）-0.049*（-2.37）-0.002*（-2.51）-0.090*（-3.23）0.211*（3.44）-0.229*（-4.70）-1.188*（-9.65）6，390YESYES（2）GI-2.421*（-6.16）0.180*（13.60）0.009（0.46）-0.053（-0.64）-0.046*（-1.99）-0.001*（-2.06）-0.111*（-3.50）0.247*（3.61）-0.246*（-4.56）-1.186*（-8.74）5，680YESYES（3）GI-3.317*（-6.03）0.190*（13.06）0.022（0.97）-0.060（-0.71）-0.031（-1.21）-0.002*（-2.05）-0.136*（-3.94）0.257*（3.33）-0.288*（-4.63）-1.179*（-7.76）4，970YESYES（4）GI-2.588*（-10.99）0.167*（14.67）0.007（0.41）-0.086（-1.13）-0.036*（-1.82）-0.002*（-2.65）-0.110*（-4.25）0.204*（3.64）-0.195*（-4.28）-0.992*（-8.52）7，100YESYES（5）GI-0.690*（-4.88）-0.073（-0.35）3，689（6）GI-0.707*（-5.16）0.159*（12.66）0.010（0.50）-0.057（-0.49）-0.056*（-2.30）-0.002*（-3.01）-0.036（-0.93）0.137*（1.80）-0.163*（-2.69）-1.085*（-4.43）3，689VARIABLES（7）GI-0.854*（-6.26）0.179*（16.47）-0.006（-0.35）-0.104（-1.16）-0.070*（-3.23）-0.003*（-3.69）-0.070*（-1.91）0.256*（3.70）-0.195*（-3.69）-4.342（-0.07）7，100YESYESmyopiaFinSIZESOEleverageDualFirsgrowthLEVBMConstantObservationsindustry FEYear FE（1）Fin0.060*（4.95）0.021（1.43）7，100YESYES（2）GI-0.483*（-4.46）-0.551*（-5.15）1.529*（7.88）7，100YESYES（3）Fin0.054*（4.43）-0.002（-1.49）0.003（1.49）0.001（0.43）-0.002（-0.26）0.000*（2.11）-0.014*（-4.27）-0.022*（-3.27）0.005（1.02）0.041*（2.21）7，100YESYES（4）GI-0.529*（-5.01）-0.499*（-4.79）0.152*（15.81）-0.030（-1.61）-0.005（-0.31）-0.104（-1.31）-0.002*（-3.47）-0.086*（-3.02）0.262*（4.50）-0.221*（-4.98）0.133（0.57）7，100YESYES（5）国有 GI-0.445*（-3.33）0.227*（19.90）0.003（0.17）-0.155*（-1.70）-0.002*（-2.07）-0.050（-1.25）0.031（0.41）-0.130*（-2.14）-1.293*（-8.73）3，700YESYES（6）非国有 GI-0.813*（-4.85）0.071*（4.53）-0.009（-0.36）0.066（0.44）-0.003*（-3.28）-0.082*（-2.05）0.478*（5.25）-0.307*（-4.59）-0.574*（-2.58）3，400YESYESVARIABLES视会抑制企业的创新活动，但由于非国有企业本身所面临的条件需要创新，因此抑制性较国有企业来说会更高一些。表 5列（5）、列（6）分别为国有与非国有企业假设 1 的回归结果，结果表明在非国有企业下管理者短视与绿色创新在 1%水平下显著且系数为-0.813，高于国有企业下的系数，表明非国有企业的管理者短视对绿色创新的影响更高。表 5管理者短视对绿色创新的机制研究注：*、*、*分别表示在 1%、5%、10%水平下显著。（六）稳健性检验和内生性检验1.工具变量法。针对因果颠倒产生的内生性问题，本文借鉴范黎波和尚铎（2020）40的研究，选取管理者短视的三期滞后与均值作为工具变量，并将其进行弱工具变量检验，上述变量均为强工具变量。随后以上述工具变量作为解释变量进行两阶段最小二乘法（IV-2SLS）回归，结果发现回归系数在 1%的水平下显著且为负值，进一步说明实证结果的有效性。如表 6 列（1）列（4）所示。2.倾向得分匹配法。本文以管理者短视的中位数作为实验组与对照组的划分，高于短视中位数的为处理组取值为 1，低于的为控制组取值为 0，然后把所有的控制变量作为协变量，进行 11 最邻近匹配法，匹配后其实验组与对照组的均值方差均减少，实验组与对照组的个体特征差异得以部分消除，满足平衡趋势假设，效果较理想。根据匹配后的数据进行回归分析，回归结果仍在 1%水平下显著，表明管理者短视与企业绿色创新的关系在考虑样本偏差导致的内生性后结果仍然成立。结果如表 6列（5）、列（6）所示。3.改变模型的估计方法。由于被解释变量绿色创新的部分观察值为 0，为避免其对结论的影响，本文采用 Tobit 回归来进行稳健性检验。回归结果发现假设仍然成立，进而说明样本中的部分 0 的存在未影响实证结果。结果如表 6 列（7）所示。表 6稳健性和内生性回归结果分析注：*、*、*分别表示在 1%、5%、10%水平下显著；列（1）列（4）；Robust z-statistics inparentheses 其余 t-statistics in parentheses。六、研究结论与建议本文基于 20102019 年沪深 A 股上市企业的数据，发现管理者短视对企业的绿色创新有显著的抑制作用，经过稳健性与内生性分析，结论仍然成立。异质性分析表明在非国有企业管理者短视对企业绿色创新的抑制作用更大。机制检验分析结果表明，管理者短视可以通过提高企业金融化抑制企业的绿色创新。结合上述研究结论，本文提出如下的政策建议：骳髈髒第一，加强企业的长期建设。管理者为了自身利益倾向于采用短期可获得收益的项目，为了企业的长远发展，需要加强对管理者的监管，促使管理者重视企业价值而非短期利益；第二，加强对非财务信息的披露。大部分信息使用者缺乏对专业知识的了解，因此非财务信息就会变得格外重要；第三，加强对管理者的激励体系。管理者与股东由于目标不一致，会产生不一致的选择倾向，对管理者实施股权激励和薪酬激励等方式，可以促使管理者与股东有相同的目标，促进企业长远健康发展。【参考文献】1 Lundstrum L L.Corporate Investment Myopia：A Horserace of theTheoriesJ.Journal of Corporate Finance，2002，8（4）：353-371.2 李秉祥，薛思珊.基于经理人管理防御的企业短视投资行为分析J.系统工程理论与实践，2008（11）：55-60.3 胡楠，薛付婧，王昊楠.管理者短视主义影响企业长期投资吗?基于文本分析和机器学习J.管理世界，2021，37（5）：139-156，11，19-21.4 Stein J C.Rational Capital Budegting in an Irratinal WorldJ.Journalof Finance，1996（69）：429-455.5 Edmans A.Blockholder Trading，Market Efficieney，and ManagerialMyopiaJ.Journ al of Finance，2009，64（11）：2481-2513.6 吴战篪，李素银.管理者自利与短视行为研究基于上市公司证券投资的角度J.经济经纬，2012（1）：137-141.7 Shleifer A，Vishny R W.Management Entrenchment：The Case ofManager-specific Investments J.Journal of Financial 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